gazdasági statisztikák területén, valamint a személy- zeti munkában.
A speciális szakértők nem vesznek részt a pro- jektek munkálataiban, hanem kérdésekkel, tanácsok- kal, továbbképzéssel segítik azt.
A program első évében 30 területen kezdődött meg a munka, változó eredményekkel, de alapvetően sikeresen. Különösen sikeresnek mondható a szakér- tők tevékenysége a szakstatisztikusok és felhaszná- lók közötti kapcsolat fejlesztésében. Statisztikai elemzésre még nem nyílt lehetőség, mivel még nem alakultak ki azok a mutatószámok, amelyekkel a fej- lesztői munka eredményességét mérni lehetne.
Végül megjegyzik a szerzők, hogy általában po- zitív korreláció tapasztalható a felhasználók és a sta- tisztikusok megelégedettsége között. (2002-ben vizsgálták az NSH munkatársainak az újfajta minő- ségjavító munkáról kialakult véleményét.)
A tanulmány további része aktuális példaként a CPI-vel kapcsolatos minőségbiztosítási folyamatokat mutatja be.
A minőségelemzés vizsgálja a CPI-t, mint ada- tot, de előállításának teljes folyamatát is. Kiterjed a súlyok éves felülvizsgálatára és a bolt-mintára. Így a legfontosabb szempontok a felhasználók igényeinek felmérése, az előállítás teljes folyamatának részletes dokumentálása, a problémák megismerése, az elekt- ronikus adatgyűjtés (vonalkód) kiterjesztése stb.
Még nem megoldott az indexek varianciájának becslése, a hiányzó adatok elemzése, a minőséget leginkább érintő tényezők megismerése, részletes dokumentáció. Szükség van formális minőségbizto- sítási rendszerre is, valamint egyes folyamatoknál (például a nemválaszolás csökkentése) az ún. current best method (CBS) módszer bevezetésére.
A CPI Norvégiában is az egyik legkeresettebb, széles körben használt, a társadalom minden intéz- ményét, rétegét érintő mutatószám. Így az igények
egyre bővülnek például a különböző részindexek iránt.
A feldolgozás egész folyamata az adatgyűjtéstől a feldolgozáson és a validitás vizsgálaton át a publi- kációig jól szabályozott, amit kellően illusztrál a ta- nulmányban közölt folyamatábra. A kérdőíveknek, amelyeket az utóbbi időben folyamatosan fejlesztet- tek, kulcsszerepük van. Részletes utasítás szabályoz- za a tennivalókat a különböző, jól ismert esetekben (cserélődés, minőségváltozás stb.). A kérdőívek ma- nuális ellenőrzése után az adatokat megbízható opti- kai leolvasó segítségével rögzítik. A nemválaszolás nagy problémát jelent, s most az a cél, hogy a 90 százalékos válaszolási arányt 95 százalékra növeljék.
A „koncentrált” mintában a hangsúly a legfontosabb termékeken, adatszolgáltatókon van. A vonalkódok használata segíthet. Az is cél, hogy az összes kiske- reskedelmi „lánc” elektronikusan szolgáltassa az adatokat.
Az adateditálás 1999 óta teljesen automatizált.
Minden augusztusban kerül sor a minta felülvizsgá- latára (új választékok, rotáció, imputálás stb.).
A gondos ellenőrzés után az érdekeltek elkészí- tik a publikálásra szánt közleményt, ami az előírt na- pon 10 órakor jelenik meg angol nyelven is.
Nagy figyelmet fordít az NSH a CPI előállítása egész folyamatának dokumentációjára, ami négy részből fog állni: a minőségi kézikönyv (quality manual) áttekintést ad a minőségbiztosítási rendszer- ről és a szervezetről; a havonkénti feldolgozás fo- lyamatának leírása; végrehajtási utasítás a különböző feladatokhoz; háttér anyagok (technical manual), ké- zikönyvek.
A minőségre vonatkozó ismereteket tartalmazó kézikönyv kidolgozása még hátra van. A többi anyag elsősorban a szakértők tájékoztatását szolgálja.
(Ism.: Marton Ádám)
TÁRSADALOMSTATISZTIKA – DEMOGRÁFIA BELOT, M. – VAN OURS, J. C.:
A MUNKANÉLKÜLISÉG ÉS A MUNKAERŐ-PIACI INTÉZMÉNYEK: EMPIRIKUS ELEMZÉS (Unemployment and labor market institutions: an empirical analysis.) – Journal of Japanese and International Economies, 2001. 4. sz. 403–418. p)
Az OECD-országok munkanélküliségi rátájának időbeli változása országonként lényeges különbsé- geket mutat. 1960-tól az 1980-as évek elejéig a munkanélküliség minden OECD-országban nőtt, az ezt követő időszakban a különböző országokban el-
térő irányokat vett. A 60-as években a nullához kö- zeli rátaértéket mutató Svájc és az 5,7 százalékos rá- tájú Egyesült Államok jelentették a tartomány szél- sőértékeit. A korai 80-as évekre azonban a ráta szó- ródása jóval nagyobb lett, a 0,6 százalékos svájci ér- téktől az írországi 11,8 százalékig terjedt. A 90-es évek második felére a szóródás valamelyest csök- kent (Japán 3,7 százalékától Finnország 13,4 száza- lékáig), mivel az alacsony rátájú országoknál mutat- kozott emelkedés.
Egy ország intézményrendszeréről általánosság- ban elmondható, hogy egyes elemei egymással köl-
csönhatásban működnek, ez igaz a munkaerő-piaci intézmények rendszerére is. A tanulmány célja, hogy részletesen bemutassa a munkaerő-piaci intézmé- nyek közötti interakciós mechanizmusokat, és iga- zolja a munkanélküliségre gyakorolt hatásukat.
A több országgal végzett keresztmetszeti vizs- gálatok többnyire kétféle korlátba ütköznek. Egy- részt az intézmények ritkán változnak, és a kereszt- metszeti vizsgálat nem képes megragadni az intéz- mények valós hatását. Másrészt nagyon sok olyan országspecifikus esemény van, amely hatást gyako- rol a munkanélküliségre, és a vizsgálat során lehetet- len számításba venni (például a német újraegyesítés, a hollandiai részmunkaidős-állomány ugrásszerű nö- vekedése, Írország nagy mértékű uniós támogatása és a kelet-európai export kiesésese Finnországban).
A szerzők az intézmények munkanélküliségi rá- tára gyakorolt hatásának leírásához egy olyan mo- dellt alkalmaznak, amely főként Layard és Nickell (1997), Bean (1994) és Scarpetta (1996) munkáin alapul. Eszerint a munkaerőpiacon tökéletlen ver- seny van, mivel a béreket a munkavállalók képvise- lői és a munkaadók közötti alkufolyamat határozza meg. Az árupiac szintén tökéletlen, mivel a vállala- ton kívüli piaci feltételekkel néz szembe, és tőkéje, valamint technológiája szintén előre meghatározott.
A könnyebb kezelhetőség miatt a modellben bruttó nominális béreket vesznek alapul. A vállalat úgy vá- lasztja meg a foglalkoztatást, hogy maximalizálja a hasznát, a munkanélküliek pedig a helyettesítési rá- tának (ρ) megfelelő intenzitással keresnek munkát, ahol a helyettesítési ráta a munkanélküliségi segély és a medián bér hányadosaként számított mutató.
Ezek figyelembevételével és logaritmált változókkal számolva a munkaerő-kereslet (n) a reálbérek (w–p) (ahol w a bruttó bér és p az árszínvonal) és egyéb in- tézményi tényezők (Zn) függvénye.
n= –α(w – p) – βn Zn, ahol α>0.
A bérszint kialakulása függ az egyéb intézményi tényezőktől (Zw), melyek meghatározzák a szereplők alkupozícióit. A munkavállalók alkupozíciója jobb, ha a munkanélküli segély és a szakszervezeti szerve- zettség (union density: az OECD által számított mu- tató) magas. Béremelés pedig ott valószínűbb, ahol a foglalkoztatás védettségének mutatója magas, azaz ahol adminisztratív eljárásokkal, a felmondási idő, a végkielégítés és a kollektív elbocsátás szabályozásá- val, valamint a határozott idejű szerződések korláto- zásával védik a munkavállalók érdekeit, de az alku- rendszer struktúrája is szerepet játszhat. A munka- nélküliség és a bérek között negatív kapcsolat van, amely azzal a feltevéssel párosul, hogy a magas
munkanélküliségi ráta rontja a munkavállalók alku- erejét. Végül pedig az áralku a várt árszínvonal (pe) alapján történik. Amennyiben az aktuális árak (p) eltérnek a várakozásoktól, az a nettó béreket befo- lyásolja. Így várakozási modellünk az eltérésváltozó mellőzésével a következőképp alakul:
w =βw Zw, – δ u + λ pe + (1 – λ) p, ahol λ jelöli, hogy mennyire felelnek meg a nominá- lis bérek az elvárt vagy az aktuális áraknak. A nomi- nális béreket ugyanis az árak megállapítása előtt ha- tározzák meg. Így a reálbér egyenlete (ugyancsak logaritmált formában):
w – p =βw Zw, – δ u + λ(pe – p).
Feltéve, hogy az árakban a várakozásokhoz ké- pest mutatkozó eltérések (p – pe) megegyeznek az inflációs változásokkal (Δ2 p), azt kapjuk, hogy
w – p =βw Zw, – δ u + λ Δ2 p.
Feltételezzük továbbá, hogy a munkaerő-kínálat egyrészt függ azoktól a tényezőktől, melyek befo- lyásolják a munkaerő-piaci részvétel melletti döntést (Zp), másrészt azoktól, melyek felhajtják a béreket (Zw: indirekt hatás a részvételre).
l=βp Zp, + βw Zw.
A munkanélküliség egyenlő a munkaerő-kínálat (l) és a munkaerő-kereslet (n) különbségével.
u = l – n.
Behelyettesítve l, n és w képleteit:
u = βp Zp, + βw Zw. + α (βw Zw, – δu – λ Δ2 p) + βn Zn,
A munkanélküliség egyenlete tehát
αδ +
Δ αλ
− β + α + β +
=β
1
1 Z 2p
Z
u pZp n n ( ) w w
, vagyis tömören
u = β Zj, + γ Δ2 p,
ahol a j utal a munkaerő-piaci intézmény típusára és γ < 0. Az egyenlet mutatja, hogy a munkanélküliség függ a munkaerő-piaci intézményektől és az infláció változásától. Egyensúlyi helyzetben pedig, azaz ha a Δ2 p=0, a munkanélküliség szintje csak a munkaerő- piaci intézményektől függ.
A vizsgálat kiindulópontja Nickell (1997, 1998), aki 20 OECD-ország két időszaki (1983–
1988, 1989–1994) átlagát vizsgálva arra következtet, hogy az aktív foglalkoztatáspolitika, a bérmeghatá- rozó rendszer jellemzői és az olyan pénzügyi ösz- tönzők, mint a helyettesítési ráta vagy a segélyezési időtartam befolyásolja a munkanélküliséget. A ma- gas szakszervezeti szervezettség, felnyomja a mun- kanélküliségi rátát, a szakszervezetek és a munkálta- tók közötti koordináció azonban ösztönzőleg hat a munkaerő-piaci jelenlétre. A munkára kivetett adók növelik a munkanélküliséget, miközben a munka- erőpiac merevségét jelző mutatók nem bírnak szigni- fikáns hatással.
Nickellétől eltérő eredményekre jut Scarpetta (1996), aki 15-17 OECD-ország strukturális munka- nélküliségi rátáját vizsgálja az 1983 és 1993 közötti időszakban. Fő következtetése, hogy az intézmények (a magas munkanélküliségi segély, a foglakoztatás- védelem és nagyfokú urbanizáltság) fontos szerepet játszanak a munkanélküliség tartósságában; a munkára kivetett adóknak szerinte nincsenek szignifikáns hatá- sai, a foglalkoztatás-védelem hatása viszont szignifi- kánsan pozitív. Eredménye némileg Bertoláénak (1992) is ellentmond, aki nem talált kapcsolatot a munkanélküliség szintje és a foglalkoztatáspolitikai költségek között. Elmeskov (1998) tekintettel az in- tézményi változásokra (különös figyelemmel a kollek- tív alku struktúrájának és a foglakoztatás-politikai tör- vények változására) még több országra terjesztette ki a vizsgálatot, és a törvények vagy intézményi szereplők esetleges hatását tesztelte. Következtetése az, hogy a sikeres országok olyan belső reformoknak köszönhetik eredményeiket, mint a munkanélküliségi segély jogo- sultsági feltételeinek szűkítése és összegének csökken- tése, illetve a határozott idejű szerződések szabályozá- sának lazítása. Elmeskov alátámasztja az interakciós hatás hipotézisét is. Végül, Daveri és Tabellini (1997) a munkára kivetett adók és a kollektív intézmények jellege közötti összefüggéseket vizsgálva elemzett 14 országot 1965 és 1991 között. Azt találták, hogy a munkára kivetett adók munkaerő-piaci jelenlétre gya- korolt negatív hatása és a munkavállalói érdekképvise- letek jellege között korreláció van.
A fent leírt elméleti háttér alapján a szerzők fel- tevése az, hogy minden egyes intézmény szerepe az intézményrendszer többi részétől függ. Emiatt egy intézmény reformja a környező intézményektől füg- gően eltérő hatásokat válthat ki, illetve az intézmé- nyek felerősíthetik egymás hatását. Calmfors (1993) elméletben már bemutatta, hogyan tér el az adók ha- tása különböző alkurendszerek esetén, Coe és Snower (1997) pedig azokat a csatornákat kutatták, melyeken keresztül az intézmények hatást gyakorol- nak egymásra. Az egyik ilyen csatorna, melyben a
munkavállalók álláskeresési és a munkáltatók mun- kaerő-keresési intenzitása meghatározza egymást. E szerint a segélyezési rendszer nem ad ösztönzést a munkakereséséhez, visszafogja az üres álláshelyek hirdetését is. Egy másik intézmény, a foglalkoztatás- védelem pedig csökkenti az üres álláshelyek számát, csökkenti a munkavállalók munkakeresési intenzitá- sát, mivel kisebb lesz az esélye az álláshoz jutásnak.
Tehát a két intézmény együttes jelenléte felerősíti a munkanélküliségre gyakorolt hatást.
Az interakció lényege, hogy egy intézményi pa- raméter hatása a többi paraméter értékétől függ. Pél- dául a munkára kivetett adó csökkenti a munkaválla- lók alkuerejét, ugyanakkor pozitív kapcsolatban áll a munkanélküli segéllyel a társadalombiztosítási költ- ségvetés miatt. Így tehát, ha magas a munkanélküli segély, a munkára kivetett adók is magasak.
Megkülönböztetünk interakciós hatásokat a pénzügyi ösztönzők, munkára kivetett adók és mun- kanélküli segélyek rendszerén belül és a szakszerve- zeti, illetve alkurendszeren belül (szakszervezeti szervezettség, alku-szint, foglalkoztatás-védelem).
Természetesen lehet interakció a két intézményrend- szer között is: a helyettesítési ráta és a munkára kive- tett adók változásának hatása függhet az alkurend- szer struktúrájától.
Az empirikus elemzésre áttérve a szerzők 18 OECD-országot vizsgálnak az 1960 és 1994 közötti időszakot hét ötéves szakaszra bontva, ezzel kiküsz- öbölve a ciklikus hatásokat. A vizsgált országok át- lagos munkanélküliségi rátája az 1960-as évek elejé- től az 1990-es évek elejéig folyamatosan nő, aztán a 90-es évek végén némileg csökken. Az adatok 35 évet ölelnek fel. Néhány munkaerő-piaci intézményt azonban nem lehetett bevonni a vizsgálatba, mivel csak az utóbbi időben van róluk információ. Ezen információk közül a legfontosabb a minimálbér, az aktív foglalkoztatáspolitika és a helyettesítési rátán kívüli egyéb pénzügyi ösztönzők, mint a segélyezési időszak és a segélyezési szankciók. A hosszabb se- gélyezési időszak a munkakeresési intenzitást csök- kenti. A segélyezés szankcionálása pedig egy új je- lenség: a munkavállalóknak ahhoz, hogy munkanél- küli segélyt kapjanak, meg kell felelniük néhány adminisztratív szabálynak. Sok országban például a munkavállalóknak rendelkezésre kell állniuk, iga- zolniuk kell, hogy kerestek munkát, nem utasíthat- nak vissza egykönnyen semmilyen állásajánlatot, és a foglalkoztatási hivatal által megkívánt interjúkon és tréningeken kell részt venniük.
Az átlagos helyettesítési ráta a 60-as évek végén 17,0 százalék volt, a 70-es években lényegesen nőtt, a 90-es évek kezdetén már 27,5 százalék volt. Az
adók szintén növekedtek ebben az időszakban, 26,8 százalékról 39,4 százalékra. A szakszervezeti szer- vezettség azonban nem változott sokat az elmúlt év- tizedekben, a foglalkoztatás-védelem pedig a 80-as évek közepe óta romlott.
A szerzők által levezetett és az empirikus elem- zés alapjául szolgáló egyenlet a következő:
u i, t = i + t + Zi, t + 2 pi, t + i, t, ahol u a munkanélküliségi ráta, Z a munkaerő-piaci in- tézmények, beleértve a köztük lévő interakciós hatáso- kat is, p az árszínvonal, i az országot jelölő index, t az ötéves időszakra vonatkozó index, i az országhoz kö- tött hatásokat jelenti, t az időszak kizárólagos hatását,
és az együtthatókat képviselő vektorok, pedig a független és azonos eloszlású hibaváltozókat jelöl. Az elemzésben vizsgált interakciós hatások: a pénzügyi ösztönzők két fajtája, az adók és a helyettesítési ráta közötti és az alkurendszeren belül a szakszervezeti szervezettség, a foglalkoztatás-védelem és az alku- szintje közötti interakciók.
A végeredmény, hogy a munkanélküliségi rátát pozitívan befolyásolják az adók, a helyettesítési ráta és a szakszervezeti szervezettség: 10 százalékkal maga- sabb adórátához átlagosan 1,2 százalékkal magasabb munkanélküliségi ráta tartozik, 10 százalékkal maga- sabb helyettesítési rátához pedig a modell szerint 0,7 százalékkal magasabb. A foglalkoztatás-védelem és a centralizáció negatívan befolyásolják a munkanélküli- ségi rátát: a foglalkoztatás-védelem értéke 0 és 1 kö- zött mozog; az ennek betudható különbség legfeljebb 3 százalék. A szakszervezeti szervezettségben bekö- vetkező 10 százalékos változás átlagosan 0,6 százalé- kos növekedést okoz a munkanélküliségi rátában. Mi- vel a centralizációt leíró változó 1-3 értékeket vehet fel, a munkanélküliségi ráta a vállalati alkurendszerben mintegy 5 százalékkal magasabb, mint a centralizált alkurendszerben. Az infláció változásának, a vártnak megfelelően, negatív hatása van.
A keresztmetszeti és idősoros vizsgálat össze- kapcsolásán alapuló képletbe ahhoz, hogy a munka- erő-piaci intézmények valódi hatása kiderüljön, a szerzők bevezetnek egy országhoz kötött és egy idő- szakhoz kötött változót. Így egyik munkaerő-piaci intézménynek sincs szignifikáns hatása a munkanél- küliségi rátára. Az inflációváltozás együtthatója pe- dig alig változott. Az eredmények tehát azt mutatják, hogy a munkaerő-piaci intézmények és a munkanél- küliségi ráta közötti kapcsolatot országhoz és idő- szakhoz kötött hatások magyarázzák, nem pedig egy országon belüli intézményi változások.
Ezt követően az intézmények közötti interakciót is bevonták az egyenletbe. Mivel a helyettesítési ráta és
az adóráta (a társadalombiztosításba és a nyugdíjpénz- tárakba fizetett hozzájárulások és a nettó bér aránya) folytonos változók, közvetlenül be lehetett vezetni egy interakciós kifejezést. A centralizációs változó azon- ban diszkrét, így a foglalkoztatás-védelem és a szak- szervezeti szervezettség hatását különböző alkurend- szerrel rendelkező országoknál külön-külön vizsgál- juk. Az eredmények szerint az adóráta és a helyettesí- tési ráta között pozitív kapcsolat van. A helyettesítési ráta hatása a munkanélküliségi rátára nagyobb, ha az adó magas. A foglalkoztatás-védelem együtthatója al- kurendszertől függően más-más, de csak a decentrali- zált rendszerben különbözik szignifikánsan nullától. A szakszervezeti szervezettség és a munkanélküliségi rá- ta kapcsolata szintén az alkurendszertől függ: decent- ralizált alkurendszer esetén a szakszervezeti szerve- zettség növekedése növeli a munkanélküliségi rátát.
Ágazati szintű alku vagy országos szintű alku esetén nincs kapcsolat a kettő között.
Ha elhagyjuk a nem szignifikáns együtthatókat, a paraméterbecslések alig változnak. Az eredmények azt mutatják, hogy a helyettesítési ráta hatása a mun- kanélküliségi rátára az adórátától ( ) függ és igaz ez fordítva is. A helyettesítési ráta ( ) munkanélküli- ségre gyakorolt parciális hatása u/ =
=–0,21+0,51 , azaz a helyettesítési ráta csak magas adóráta mellett növeli a munkanélküliségi rátát. Az adóráta hatása pedig u/ = 0,51 b, vagyis az adóráta csökkentésének hatása jelentősebb, ha a he- lyettesítési ráta magasabb. A foglalkoztatás- védelemnek és a szakszervezeti szervezettségnek csak decentralizált alku mellett van hatása. Ebben az esetben a magasabb szintű foglalkoztatás-védelem csökkenti, míg a nagyobb szakszervezeti szervezett- ség növeli a munkanélküliségi rátát.
Végül, érzékenységi vizsgálat végzéséhez egy további magyarázóváltozó kerül az egyenletbe: a sa- ját tulajdonú lakások hányada. (Oswald elméletéből kiindulva a saját tulajdonú lakások magas hányada növeli az immobilitást és ezáltal a munkanélkülisé- get.) Ha csak a közvetlen hatásokat vizsgáljuk, a sa- ját tulajdonú lakások hányada szignifikánsan pozitív, még akkor is, ha az országhoz kötött és az időszak- hoz kötött hatásokat is megengedjük. Az interakciós hatásokat is vizsgáló becslési függvényben szintén szignifikáns a saját tulajdonú lakások hatása, de alig változtat a többi paraméteren, ami arra utal, hogy ennek hányada önálló hatással bír, a hagyományos munkaerő-piaci intézmények hatásán felül tesz hoz- zá a munkanélküliség alakulásához. Ha elhagyjuk az országhoz kötött és az időszakhoz kötött hatásokat, az adóráta és a helyettesítési ráta pozitív hatása megmarad, de a köztük lévő interakciós hatás meg-
szűnik. A foglalkoztatás-védelem és a szakszervezeti szervezettség hatása megmarad a decentralizált alku- rendszerben, a saját tulajdonú lakás hányadnak pedig az eddigiekhez hasonlóan alakul a hatása.
(Ism.: Szilágyi Éva)
KAVONIUS, J. K. – TÖRMALEHTO, V.-M.:
A HÁZTARTÁSOK AGGREGÁLT JÖVEDELME A MIKRO- ÉS MAKROSZINTŰ STATISZTIKÁBAN
(Household income aggregates in micro and macro statistics.) – Statistical Journal of the United Nations ECE, 2003. 1. sz. 9–25. p.
A háztartás-statisztika jövedelem adatai általá- ban mintavételből származnak, aminek pontosságát az aggregált adatok külső forrással (nemzeti szám- lák, adóhivatali adatok) összevetve ellenőrzik. A szerzők a Finn Statisztikai Hivatal által végrehajtott, tízezer háztartásra kiterjedő, részben hivatalos nyil- vántartási adatokra, részben kikérdezésre alapozott 2000. évi jövedelem-eloszlási megfigyelés adatait (bérek és fizetések, vállalkozói jövedelem, vagyon- ból származó jövedelem) vetik össze a nemzeti számlákban szereplő elsődleges jövedelemmel, majd vizsgálják az eltérés okait és a feloldás lehetőségét.
A jövedelem-eloszlási megfigyelés szerinti ösz- szes jövedelem alig tér el a nemzeti számlák összes elsődleges jövedelmi adatától: az előbbi 3 százalék- kal több az utóbbinál. Ami a részösszegeket illeti, a bérek és fizetések vonatkozásában még ennél is ki- sebb a különbség. Ugyanakkor a jövedelem-eloszlási megfigyelésben a vállalkozói jövedelem a fele, a va- gyonból származó jövedelem pedig kétszerese a nemzeti számlák megfelelő értékének. Úgy tűnik a részösszegeknél mutatkozó eltérések nagyjából ki- egyenlítik egymást.
Az eltérés okai közül a következőket emelik ki a szerzők. A makro- és a mikroszintű megközelítésben használt eltérő fogalmak: a jövedelem-eloszlási meg- figyelés a háztartásokat vizsgálva rugalmasabb jöve- delem fogalmat használ, mint a nemzeti számlák, ami minden szektorra kiterjed. A nemzeti számlák- ban a háztartások az egyik szektor és az ezen belüli transzferek nem jelennek meg, míg a jövedelem- eloszlás megfigyelésénél sok egyedi háztartást kér- deznek meg. Eltéréshez vezet az intézeti háztartások kimaradása a jövedelem-eloszlás megfigyeléséből.
További különbség adódhat a figyelembe vett idő- szakot tekintve: a jövedelem-eloszlás vizsgálatakor egy év jövedelmeit veszik figyelembe (a termelés és az abból származó jövedelem különböző időre is es-
het), a nemzeti számlákban pedig egy év termelőte- vékenységeiből származó jövedelmet vizsgálják.
Mérési hibákkal is számolni kell, ami adódhat egyes kérdések meg nem válaszolásából, a felhasznált alapadatok és a módszerek eltéréséből. A jövedelem- eloszlási megfigyelésnél mintavételi hiba is előfor- dulhat. Ugyanitt egyes háztartások válaszmegtaga- dását a súlyozással kellene kiegyenlíteni, ami megint csak problematikus: nő a minta szórása és a szelektív válaszmegtagadás torzítást eredményez.
A bérek és fizetések összegét tekintve, amint láttuk minimális az eltérés a kétféle megközelítés között, de az összetevőknél már lényeges eltérések mutatkoznak. Fogalmi eltérés az, hogy a munkavál- lalói részvényekből származó jövedelem a jövede- lem-eloszlásnál megfigyelésre kerül, a nemzeti számlák szóban forgó tételénél viszont nem szerepel.
Fordított a helyzet a munkaadónak kifizetett beteg- biztosítás, a sorkatonai szolgálatot töltők ellátmánya, a nem adóköteles béren kívüli juttatások és a rejtett gazdaságból származó jövedelmek tekintetében.
(Utóbbi kettő mérési hibaként is felfogható.) A szer- zők bemutatják, a fogalmi és egyéb (megfigyelés kö- re, nem adózott jövedelmek, külföldről származó jö- vedelmek) eltéréseket felszámolva, hogyan közelít- hetők egymáshoz a bérek és fizetések makro- és mikroszintű adatai.
A vállalkozói jövedelem és a vagyonból származó jövedelem kétféle megközelítésből nyert adatainak el- térését nehezebb felszámolni: igen eltérők az alapada- tok, és módszertani kérdések akadályozzák az össze- hasonlítást. Egyes tételek a nemzeti számlákban a vál- lalkozói jövedelemnél szerepelnek, míg a jövedelem- eloszlási megfigyelésnél kimaradnak abból (lásd a rej- tett gazdaságból származó jövedelem, a sajátrezsis építkezés, bérbeadásból származó jövedelem, tulajdo- nos által lakott lakás imputált lakbére). Ennek fordí- tottja is fennáll. A vagyonból származó jövedelemnél a jövedelem-eloszlási megfigyelésben szerepelnek olyan tételek, amelyeket a nemzeti számlákban nem itt tün- tetnek fel (lásd a magánnyugdíj-pénztártól kapott nyugdíjak, tőkenyereség, illetve veszteség, bérbeadás- ból származó jövedelem, tulajdonos által lakott lakás imputált lakbére). A szerzők ezt követően bemutatják, hogy az eltérések felszámolása után a vállalkozói jö- vedelemnél már csak 1, a vagyonból származó jövede- lemnél 9 százalék eltérés mutatkozik a makro- és a mikroszintű megközelítés között. Ez a jövedelem- eloszlási megfigyelés intervallumbecslési tartományán belül van, és ilyen értelemben pusztán mintavételi hi- bából is adódhat.
A szerzők összefoglaló értékelése szerint a kor- rekciók elvégzése után a makro- és a mikroszintű
